Файл: Васильков Д.А. Начала теории вероятностей учеб. пособие.pdf
ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 05.08.2024
Просмотров: 69
Скачиваний: 1
(i = 1, 2,...) — некоторая конечная или счетная система со бытий, удовлетворяющая следующим условиям:
^ Е ^ Е , |
(1) |
i |
|
EjEk = 0 {}ФЩ. |
(2) |
Теорема о полной вероятности гласит, что вероятность со бытия Л выражается через вероятности событий Еи Е%,... и через условные вероятности Р ( Л | ^ ) (t = 1, 2,...) по фор муле
Р ( Л ) = 2 Р(Л|Я,)Р(Я,). |
(3) |
i
Для доказательства достаточно умножить обе части равенст ва (1) на Л, выразить Р(Л) в виде
Р(Л) = Р(АЕ) |
= Р ( А 2 £ , ) = |
Р ( 2 Л £ , ) = |
2 Р (АЕ/) |
||
и представить P ^ i : , ) |
(t = 1, 2,...) по формуле |
(1) |
преды |
||
дущего параграфа. |
|
|
|
|
|
|
§ |
11. Формула |
Бейеса |
|
|
Пусть Л, Ei, |
Ei,... |
имеют тот |
же смысл, |
что |
в § 10. |
В множестве {£,} выделим какое-нибудь событие Ej и за пишем для Л и Ej равенство (3), § 9
Р ( £ , | Л ) Р ( Л ) = Р ( Л | £ У ) Р ( £ У ) . Отсюда следует (при Р(Л) Ф 0), что
Выразив Р(Л) по формуле (3), § 10, получим так называе мую формулу Бейеса:
„Р (А | Ej) Р (£,)
Р{Е,\А)= ъ — • (1)
Формулу (1) называют также формулой «вероятности ги потез». Предположим, что исход Л испытания в некотором
статистическом |
эксперименте |
непременно |
сопровождается |
|
одним |
и только |
одним из событий Е( (i = |
1, 2,...). Если из |
|
вестны |
абсолютные вероятности Р(£",-) ( / = 1 , 2 , . . . ) и услов |
|||
ные вероятности Р ( Л | £ г ) |
( / = 1, 2, ... ), |
то формула (1) |
даст нам, хотя бы приближенно, долю испытаний (из общего числа mN (Л) испытаний), в которых исход Л сопровождает
ся данным исходомЕ,. |
Гипотеза, гпгтптпипл п том пи пГАТТ*"^ |
|
2 - 1 4 3 |
I яаучво-т*хн«;* |
^ |
|
1 библиотек" |
* - ^ |
9 К З £ « П Л Я » \
А сопровождается событием Ej, будет оправдываться с час тотой pN{EJ\A)mP{E/\A).
§12. Задачи к главе 1
1.Л, В— некоторые события. Упростить (т. е. заменить более про
стым равносильным событием) событие (Л + В) (А + В) {А + В). О т в е т : АВ.
2. Для произвольных событий А и В доказать равенство
(А + В) — АВ = АВ + ~АВ.
3. Доказать, что, каковы бы ни были события А и В из некоторого поля вероятностей (А, Р),
1 Р (А) — Р ( B ) | < Р [ {А + В) - |
АВ] = Р (АВ + АВ) = Р (А8) + Р (АВ). |
|||
4. Имеется буквенный замок, состоящий из пяти секторов, на каждом |
||||
из которых нанесены цифры 0, |
1, 2, 3, 4, 5. Какова |
вероятность, |
набрав |
|
наугад пятизначное число, открыть замок? |
|
|
||
О т в е т : |
б-5 « 1,3- 1(Н. |
|
|
|
5. Какова вероятность, выбрав наугад три карты из полной колоды, |
||||
получить тройку, семерку и туз? |
|
|
|
|
О т в е т : |
4 3 / G g 5 « 2,9-10-3. |
Указание. Масть |
извлеченных |
карт не |
|
имеет |
значения, |
поэтому среди |
сочетаний из 52 карт по 3 заданная |
ком |
|||||||||||||||
|
бинация |
встретится |
64 |
{ = 43 ) |
раза. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
|
|
6. Из полной колоды наугад вынимаются одна за другой три карты. |
||||||||||||||||||
|
Какова вероятность того, что в первый раз будет извлечена тройка, во |
|||||||||||||||||||
|
второй раз — семерка, в третий |
раз — туз? |
|
|
|
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
О т в е т : |
43 |
/ 52-51 -50 « 4,8-10-4. Указание. Воспользоваться теоремой |
||||||||||||||||
|
умножения. |
|
|
N |
|
|
|
|
|
|
m = |
7k |
|
|
|
|
||||
|
|
7. В |
партии |
из |
изделий |
содержатся |
бракованных. При |
|||||||||||||
|
этом |
k изделий |
имеют |
брак a, |
k изделий — брак |
b, k |
изделий — брак |
с, |
||||||||||||
|
k |
изделий — брак а |
и b, k |
изделий — брак b |
и с, k |
изделий — брак с и а, |
||||||||||||||
|
k |
изделий — брак а, Ь и с. Являются ли попарно независимыми события А, |
||||||||||||||||||
|
В а С, состоящие в том, что наугад выбранное изделие из числа m |
бра |
||||||||||||||||||
|
кованных имеет |
соответственно |
брак |
а, |
Ь или с? |
|
|
|
|
|
||||||||||
|
|
О т в е т : нет. |
|
|
|
|
пг = |
|
|
|
|
|
|
|
k |
|||||
|
|
8. В |
партии |
изделий |
содержатся |
4/г |
бракованных. При этом |
|||||||||||||
|
изделий |
имеют |
брак a, |
k |
изделий — брак |
b, |
k |
изделий — брак с, k |
изде |
|||||||||||
|
лий — брак а, 6 и с. События А, В, С состоят |
в том, что наугад выбран |
||||||||||||||||||
|
ное изделие из числа ш бракованных имеет соответственно брак а, Ь, с. |
|||||||||||||||||||
|
Независимы ли А, В, С попарно? Являются ли А, В, С |
взаимно незави |
||||||||||||||||||
|
симыми? |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
О т в е т : А, |
В, |
С попарно независимы, |
но не взаимно независимы. |
|
||||||||||||||
|
|
9. По некоторой цели производится п выстрелов, |
причем вероятность |
|||||||||||||||||
|
попадания при |
каждом выстреле равна р и |
результаты |
отдельных |
вы |
|||||||||||||||
|
стрелов взаимно независимы. Вычислить вероятность р\ хотя бы одного |
|||||||||||||||||||
|
попадания. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
О т в е т : |
рх |
= 1 — (1 —р) п - |
Указание. |
Если А^ (k = |
1 , . . . , re)—попа |
|||||||||||||
|
дание |
при k-м |
выстреле, |
то pi |
= 1 — Р(Л, А2... |
А,,) = |
1 — П Р (А^) |
(в |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
_ |
|
_ |
|
|
|
|
|
|
|
А |
|
|
|
|
силу |
независимости |
|
Ai,...,A„). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
п |
|||||
|
|
10. ( З а д а ч а |
о п о в т о р е н и и |
|
и с п ы т а н и й.) |
Производятся |
||||||||||||||
|
независимых испытаний, в каждом из которых некоторый исход А имеет |
|||||||||||||||||||
|
вероятность |
р. Вычислить |
вероятность |
p n |
k |
того, что |
исход А будет |
|||||||||||||
|
иметь |
место |
ровно |
в k |
испытаниях. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||||
* |
'— |
О т в е т : |
РП k = |
C j p f t g n _ f t |
(q = |
1 — р). |
Указание. |
Независимость |
||||||||||||
' |
.18 |
|
' |
|
|
" |
' |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
••-И -
испытаний означает, что любые исходы рассматриваемых п испытаний взаимно независимы. Событие D, состоящее в том, что в k испытаниях имел место исход Л, а в остальных_га— k испытаниях — исход А, есть сумма событий вида В — ААААА ... АА, где в правой части k раз пов
торяется |
множитель А и п — k раз — множитель А. Вероятность каждого |
|||||
В в силу |
предположения есть |
pkq"-k, |
a D есть сумма попарно несовмест |
|||
ных слагаемых вида В, число |
которых равно С* • |
|
||||
П. Шар, на который нанесена |
сетка |
географических координат, |
бро |
|||
шен на плоскость. Считая, что вероятность |
попадания точки касания |
в об |
||||
ласть |
G на поверхности шара |
зависит лишь от площади G, найти вероят |
||||
ность |
того, что точка касания |
окажется между в1,1 и 6'3' (0 < 6J < fig < 90°) |
||||
северной |
широты. |
|
|
|
|
От в е т : — (sin в° — sin О?).
12.В любые моменты промежутка времени (0, 7") возможны поступ
ления |
в |
приемник |
двух сигналов. Если первый сигнал |
поступает |
в мо |
|||||||||
мент |
t, |
то приемник |
«перерабатывает» |
его в течение |
т |
секунд и |
регист |
|||||||
рирует второй сигнал, поступающий в момент s, лишь |
в том случае, ког |
|||||||||||||
да « > |
t -f- т. Какова |
вероятность |
того, что приемник |
зарегистрирует оба |
||||||||||
сигнала? |
f |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
т |
V |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
О т в е т : |
I 1—~jr )• Указание. |
Используя |
метод |
геометрических ве |
||||||||||
роятностей, |
берем |
в |
качестве D0 квадрат |
{(s, 0". 0 < s, г < Г} в плоско |
||||||||||
сти 5, t. Искомая |
вероятность равна |
отношению к Т2 |
суммы |
площадей |
||||||||||
треугольников, для точек которых 11 — s | > т. |
|
|
|
|
|
|||||||||
13. |
Электрон |
атома может находиться на счетном множестве орбит. |
||||||||||||
Если в момент t0 |
электрон |
находится |
на /-й орбите, то вероятность появ |
|||||||||||
ления |
его на k-й |
орбите в |
момент |
t0 + т |
равна |
C/e~a '-'_ f t ' (a > |
0 — не |
которая постоянная). Вычислить: 1) постоянные С/, 2) вероятность того, что в момент t0 -+- 2т электрон будет находиться на 1-й орбите, если в мо мент t0 он находится на /-й орбите.
|
О т в е т : 1) С / = , ^ |
— е |
; 2) Q £ |
, |
C k ^ ] ~ k |
^ k ' 1 . У ка- |
||||||||||||
|
|
|
|
|
|
1 + е |
/ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
к=\ |
|
|
|
|
|
|
зание. Мы считаем |
достоверным, что в момент ta-\-x электрон |
окажется на |
||||||||||||||||
одной из орбит. Если А — событие, состоящее |
|
в том, что в момент |
4 + 2 т |
|||||||||||||||
электрон |
окажется |
на l-н орбите, |
|
— появление |
электрона |
на k-ц орби |
||||||||||||
те в момент t0 + т, то Е £fc = Е, EkEm |
= 0 (k Ф m) и А = £ АЕк; |
при- |
||||||||||||||||
|
|
|
|
|
|
k |
|
|
|
|
|
|
|
к |
|
|
|
|
менить |
теорему |
о полной |
вероятности |
(см. § 10). |
|
|
|
|
||||||||||
|
14. Партия |
изделий содержит 90% высококачественных |
изделий, 8%— |
|||||||||||||||
изделий |
низкого |
качества и 2%—бракованных |
изделий. Если подвергнуть |
|||||||||||||||
изделия |
некоторому |
испытанию, |
то, как обнаружено, все |
высококачест |
||||||||||||||
венные |
изделия |
его |
выдерживают; |
из |
числа |
изделий |
низкого |
качества |
||||||||||
60% |
проходят это испытание; что касается бракованных |
изделий, то лишь |
||||||||||||||||
10% |
их выдерживает |
это испытание. Какова |
|
вероятность |
того, что наугад |
|||||||||||||
выбранное изделие, прошедшее |
испытание, |
относится к |
числу |
высокока |
||||||||||||||
чественных? |
|
0,95. Указание. Пусть А—событие, |
|
|
|
|
|
|||||||||||
|
О т в е т : |
« |
состоящее в том, что |
|||||||||||||||
изделие |
прошло |
испытание, |
£ ь £г, £ з — «гипотезы», что выбранное |
изде |
||||||||||||||
лие |
соответственно |
высокого качества, |
низкого |
качества и |
бракованное. |
|||||||||||||
По |
формуле |
Бейеса |
(см. § 11) |
следует |
найти |
Р ( £ | | |
А) |
по |
заданным |
|||||||||
Р ( £ , ) и Т>(А\Е() |
(« = |
1, 2, 3). |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2* |
19 |
Г л а в а 2 СЛУЧАЙНЫЕ ВЕЛИЧИНЫ
§ 13. Понятие случайной величины
Весьма часто в практике ставится статистический экспе римент, который состоит в серии измерений некоторой пере менной X, принимающей те или иные значения под действи ем случайных факторов. В качестве примеров отметим ре зультаты измерения любой физической константы, сумму вы игрыша по лотерейному билету, количество вызовов, посту пивших в течение часа на телефонную станцию и т. д. Все это — примеры случайных величин.
Условимся обозначать буквой А (может быть, с индекса ми) всевозможные промежутки на числовой оси; пусть, в ча
стности, |
До = |
( — с о , + оо) —сама |
числовая |
|
ось. При |
некото |
||||||||||
ром замере величины X могут |
происходить |
|
события |
вида |
||||||||||||
А = |
{Х€ |
Д), |
в |
частности |
В = |
(X = х), |
С = |
(X < |
х') |
и т. д. |
||||||
При каждом замере мы считаем событие |
(X £ До) |
досто |
||||||||||||||
верным, |
а события (Х=Х\) |
и |
(Х=х2), |
где |
|
хх |
Ф х2, |
несовме |
||||||||
стными. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Говорят, что переменная X представляет |
|
собой |
случайную |
|||||||||||||
величину, |
если |
имеется поле вероятностей |
(А, |
Р), |
охватыва |
|||||||||||
ющее события |
(X (: М), |
где |
М |
образуют |
|
некоторый |
класс |
|||||||||
множеств, |
заведомо содержащий |
всевозможные |
промежутки |
|||||||||||||
Д числовой |
оси: |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
Так же как в § 7, можно убедиться в том, что |
|
А содержит события |
||||||||||||||
вида |
(Х&М), |
|
где М — произвольное борелевское |
множество |
на |
число |
||||||||||
вой |
оси. |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Часто рассматривают одновременно конечную или счет ную систему случайных величин Х\, Х2,--. • При этом целе сообразно требовать, чтобы А содержало всевозможные произведения вида
UiX^Mt); i
в А будут входить и события вида {Xk£ М), так как
(xktM)= П^е^),
i
если положить Мк — М и Mt = До при всех i Ф к.
20